Nguồn: Tác giả nghiên cứu và tổng hợp Qua mơ hình nghiên cứu chính thức ở hình 4.5, tác giả tiếp tục sử dụng để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu được xây dựng lại như sau:
Giả thuyết H1: Thái đợ đối với học cao học có tác động đồng biến (+) đến ý định học cao học.
Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học.
Giả thuyết H3: Sự kiểm sốt hành vi được cảm nhận có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học.
Giả thuyết H4: Danh tiếng của trường có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học.
Giả thút H5: Chương trình đào tạo có tác động đồng biến (+) đến ý định học cao học. Giả thuyết với 03 biến kiểm soát:
Giả thuyết H6: Khơng có sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí giới tính.
Giả thuyết H8: Không sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí mức thu nhập gia đình của sinh viên.
Cụ thể mức độ ảnh hưởng của các yếu tố theo thứ tự như bảng 4.16.
Bảng 4.16 Thứ tự mức độ ảnh hưởng của các yếu tố độc lập đối với yếu tố phụ thuộc Ký hiệu Yếu tố độc lập Hệ số Beta chuẩn hóa Thứ tự ảnh hưởng
TD Thái đợ đối với học cao học 0,347 2
CCQ Chuẩn chủ quan 0,427 1
SKS Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận 0,092 5
DT Danh tiếng của trường 0,181 3
CTDT Chương trình đào tạo 0,101 4
Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20,0 (Phụ lục 10) và tổng hợp của tác giả
4.3.4.3 Phương trình hồi quy và mơ hình hồi quy chuẩn hóa
Mơ hình hồi quy có dạng: Y = β0 + β1*TD + β2*CCQ + β3*SKS + β4*DT + β5*CTDT Trong đó:
Y: Ý định học cao học – biến phụ thuộc.
04 thành phần còn lại là những yếu tố độc lập và được giả định là các yếu tố tác động đến yếu tố phụ thuộc (Ý định học cao học) bao gồm: TD (Thái độ đối với học cao học), CCQ (Chuẩn chủ quan); SKS (Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận); DT (Danh tiếng của trường), CTDT (Chương trình đào tạo).
β0 : Hệ số chặn của hàm hồi quy.
Mơ hình hồi qui chưa chuẩn hóa: Y = 0,153 + 0,347*TD + 0,427*CCQ +
0,092*SKS
+ 0,181*DT + 0,101*CTDT.
Mơ hình hồi quy chuẩn hóa: Y = 0,347*TD + 0,427*CCQ + 0,092*SKS +
0,181*DT + 0,101*CTDT.
Hoặc chúng ta có thể sắp xếp theo mức độ tác động từ mạnh đến yếu nhất: Y = 0,427*CCQ + 0,347*TD + 0,181*DT + 0,101*CTDT +0,092*SKS.
Trong đó:
Y : Ý định học cao học.
TD : Thái độ đối với học cao học
CCQ : Chuẩn chủ quan.
SKS : Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận
DT : Danh tiếng của trường
CTDT : Chương trình đào tạo
Hay: Ý định học cao học = 0,427 * Chuẩn chủ quan + 0,347 * Thái độ đối với học cao học + 0,181 * Danh tiếng của Trường + 0,101 * Chương trình đào tạo + 0,092 * Sự kiểm sốt hành vi được cảm nhận.
Kết quả phân tích hồi quy cũng cho thấy:
Khi sinh viên đánh giá yếu tố Chuẩn chủ quan tăng (hoặc giảm) 1 điểm thì ý định học cao học cũng sẽ tăng (hoặc giảm) 0,427 điểm (tương ứng với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa là 0,427).
Khi sinh viên đánh giá yếu tố Thái độ đối với học cao học (hoặc giảm) 1 điểm thì ý định học cao học cũng sẽ tăng (hoặc giảm) 0,347 điểm (tương ứng với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa là 0,347).
Khi sinh viên đánh giá yếu tố Danh tiếng của trường (hoặc giảm) 1 điểm thì ý định học cao học cũng sẽ tăng (hoặc giảm) 0,181 điểm (tương ứng với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa là 0,181).
Khi sinh viên đánh giá yếu tố Chương trình đào tạo (hoặc giảm) 1 điểm thì ý định học cao học cũng sẽ tăng (hoặc giảm) 0,101 điểm (tương ứng với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa là 0,101).
Khi sinh viên đánh giá yếu tố Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận (hoặc giảm) 1 điểm thì ý định học cao học cũng sẽ tăng (hoặc giảm) 0,092 điểm (tương ứng với hệ số hồi quy đã chuẩn hóa là 0,092).
4.3.5 Kiểm định giả thuyết
4.3.5.1 Các giả thuyết của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc
Dựa vào mơ hình nghiên cứu chính thức sau q trình phân tích hồi quy, ta thấy 05 ́u tố đợc lập trong mơ hình hồi quy đều có sự tương quan đồng biến với biến phụ tḥc (ý định học cao học). Do đó, các giả thuyết nghiên cứu H1; H2; H3; H4 ; H5 đều được chấp nhận. Thứ tự ảnh hưởng của các yếu tố đối với Ý định học cao học của sinh viên từ mạnh đến yếu như sau: Chuẩn chủ quan (CCQ), Thái độ đối với học cao học (TD), Danh tiếng của trường (DT), Chương trình đào tạo (CTDT) và Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận (SKS).
Kết luận các giả thuyết:
Giả thuyết H1: Thái đợ đối với học cao học có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy: Thái đợ đối với học cao học có tác đợng đồng biến (+) và có mức ảnh hưởng mạnh thứ hai trong số 05 yếu tố tác động đến ý định học cao học cùng hệ số beta chuẩn hóa bằng 0,347 > 0, ở mức ý nghĩa thống kê Sig = 0,000 < 0,05. Do đó, giả thuyết H1 được chấp nhận hay có thể nói rằng thái đợ đối với học cao học là mợt ́u tố có ảnh hưởng đến ý định học cao học của sinh viên.
Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan có tác động đồng biến (+) đến ý định học cao học: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy: Chuẩn chủ quan có tác đợng đồng biến (+) và có mức ảnh hưởng mạnh nhất trong số 05 yếu tố tác động đến ý định học cao học cùng hệ số beta chuẩn hóa bằng 0,427 > 0, ở mức ý nghia thống kê Sig = 0,000
< 0,05. Do đó, giả thuyết H2 được chấp nhận hay có thể nói rằng chuẩn chủ quan là mợt ́u tố có ảnh hưởng đến ý định học cao học của sinh viên.
Giả thuyết H3: Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy: Sự kiểm soát hành vi được cảm nhận có tác đợng đồng biến (+) và có mức ảnh hưởng yếu nhất trong số 05 yếu tố tác động đến ý định học cao học cùng hệ số beta chuẩn hóa
bằng 0,092 > 0, ở mức ý nghia thống kê Sig = 0,036 < 0,05. Do đó, giả thuyết H3 được chấp nhận
hay có thể nói rằng sự kiểm sốt hành vi được cảm nhận là mợt ́u tố có ảnh hưởng đến ý định học cao học của sinh viên.
Giả thuyết H4: Danh tiếng của trường có tác động đồng biến (+) đến ý định học cao học: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy: Danh tiếng của trường có tác đợng đồng biến (+) và có mức ảnh hưởng mạnh thứ ba trong số 05 yếu tố tác động đến ý định học cao học cùng hệ số beta chuẩn hóa bằng 0,181 > 0, ở mức ý nghia thống kê Sig = 0,000 < 0,05. Do đó, giả thuyết H4 được chấp nhận hay có thể nói rằng danh tiếng của trường là mợt ́u tố có ảnh hưởng đến ý định học cao học của sinh viên.
Giả thút H5: Chương trình đào tạo có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học: Kết quả phân tích hồi quy cho thấy: Chương trình đào tạo có tác đợng đồng biến (+) và có mức ảnh hưởng yếu trong số 05 yếu tố tác động đến ý định học cao học cùng hệ số beta chuẩn hóa bằng 0,101 > 0, ở mức ý nghia thống kê Sig = 0,022
< 0,05. Do đó, giả thuyết H5 được chấp nhận hay có thể nói rằng danh tiếng của trường là mợt ́u tố có ảnh hưởng đến ý định học cao học của sinh viên.
4.3.5.2 Các giả thuyết của biến kiểm sốt
Có 03 biến kiểm sốt được đề x́t trong mơ hình nghiên cứu bao gồm: Giới tính, Ngành học và Mức thu nhập gia đình. Các biến kiểm sốt này sẽ được tác giả tiến hành thực hiện phân tích bằng 2 phương pháp: T – test (đối với 02 biến giới tính) và Anova (đối với 02 biến ngành học và mức thu nhập gia đình của sinh viên) với mức ý nghia Sig < 0,05 %.
Kiểm định giả thuyết H5: Khơng có sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí giới tính. Thực hiên phân tích bằng phương pháp T – test, kết quả chạy kiểm định ở bảng 4.17 cho thấy:
Giá trị Sig trong kiểm định Levene = 0,198 > 0,05 điều đó có nghia là phương sai giữa nhóm sinh viên phân theo giới tính khơng có sự khác biệt.
Bên cạnh đó, trong phân tích T – test giá trị Sig = 0,417 > 0,05 nên ta có thể kết luận rằng “khơng có sự khác biệt có ý nghia về giá trị trung bình của ý định học cao học giữa sinh viên phân theo giới tính”.
Do đó, chấp nhận giả thút H5 (tức là khơng có sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí giới tính).
Bảng 4.17 Kết quả phân tích kiểm định T – test đối với tiêu chí giới tính
Levene's Test for
Equality of Variances T – test for Equality ofMeans
F Sig t df Sig (2 phía)
YDH
Equal variances assumed 1,668 0,198 0,812 253 0,417 Equal variances not
assumed 0,787 167.303 0,432
Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20,0 (Phụ lục 11) Kiểm định giả thuyết H6: Không sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí ngành học. Thực hiện phân tích bằng phương pháp Anova, kết quả chạy kiểm định ở bảng 4.18 cho thấy:
Giá trị Sig trong kiểm định Levene = 0,228 > 0,05 điều đó có nghia là phương sai giữa nhóm sinh viên phân theo ngành học khơng có sự khác biệt.
Tuy nhiên, trong phân tích Anova giá trị Sig = 0,018 < 0,05 nên ta có thể kết luận rằng “có sự khác biệt có ý nghia về giá trị trung bình của ý định học cao học giữa sinh viên phân theo ngành học”.
Do đó, bác bỏ giả thuyết H6 (tức là có sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí ngành học).
Bảng 4.18 Kết quả phân tích kiểm định Anova đối với tiêu chí ngành học
Kiểm định sự đồng nhất các biến
YDH
Thống kê Levene df1 df2 Sig
1,453 3 251 0,228 ANOVA YDH Tổng biến thiên Bậc tự do Trung bình biến thiên F Sig Giữa các nhóm 5,481 3 1,827 3,412 0,018
69
Kiểm định giả thuyết H7: Không có sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí mức thu nhập gia đình của sinh viên. Thực hiện phân tích bằng phương pháp Anova, kết quả chạy kiểm định ở bảng 4.19 cho thấy:
Giá trị Sig trong kiểm định Levene = 0,062 > 0,05 điều đó có nghia là phương sai giữa nhóm sinh viên phân theo mức thu nhập gia đình khơng có sự khác biệt.
Tuy nhiên, trong phân tích Anova giá trị Sig = 0,026 < 0,05 nên ta có thể kết luận rằng “có sự khác biệt có ý nghia về giá trị trung bình của ý định học cao học giữa sinh viên phân theo mức thu nhập gia đình”.
Do đó, bác bỏ giá thuyết giả thuyết H7 (tức là có sự khác biệt về ý định học cao học theo theo tiêu chí mức thu nhập gia đình).
Bảng 4.19 Kết quả phân tích kiểm định Anova đối với tiêu chí mức thu nhập gia đình
Test of Homogeneity of Variances
YDH
Thống kê Levene df1 df2 Sig
2,471 3 251 0,062
ANOVA
YDH
Tổng biến thiên Bậc tự
do Trung bình biếnthiên F Sig
Giữa các nhóm 5,050 3 1,683 3,133 0,026
Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20,0 (Phụ lục 11) Bảng 4.20 sau đây là tổng hợp của tác giả về kết quả kiểm định các giả thuyết.
70
Bảng 4.20 Kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu
Ký
hiệu Nội dung giả thuyết Kết quả
H1 Thái đợ đối với học cao học có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học Chấp nhận
H2 Chuẩn chủ quan có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học Chấp nhận
H3 Sự kiểm sốt hành vi được cảm nhận có tác đợng đồng biến (+) đến ýđịnh học cao học Chấp nhận
H4 Danh tiếng của trường có tác đợng đồng biến (+) đến ý định học cao học Chấp nhận
H5 Khơng có sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí giới tính Chấp nhận
H6 Khơng sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí ngành học Bác bỏ
H7 Không sự khác biệt về ý định học cao học theo tiêu chí mức thu nhập gia đình Bác bỏ
Nguồn: Số liệu phân tích với SPSS 20,0 (Phụ lục 11) và phân tích của tác giả Đánh giá chung kết quả kiểm định các giả thuyết nghiên cứu: Sau q trình phân tích, 06 giả thút nghiên cứu đề xuất được chấp nhận, 02 giả thuyết bị bác bỏ là H6 và H7.
4.3.6 Kiểm định Durbin – Watson
Tác giả sử dụng kiểm định giá trị d của Durbin – Waston để kiểm định phần dư (mơ hình hồi quy khơng có hiện tượng tự tương quan của phân dư khi nó nằm trong khoảng dL < d < 4 – dU, với dL là trị số dưới và và dU là trị số trên được tra trong bảng Durbin-Watson với số quan sát (n), số biến độc lập (k’) và độ tin cậy α =0,01). Theo kết quả phân tích cho thấy:
Giá trị Durbin – Watson (d) = 1.910 (bảng 4.13).
Số mẫu quan sát n = 255
Số biến quan sát k – 1 = 4 => k’ = 4, với mức ý nghia 0,01 (tương đương) 99%. Tiến hành tra bảng Durbin – Watson ta được: Trị số thống kê dưới dL = 1.633 và trị số thống kê trên dU = 1.715.
Từ đó ta có: dL= 1.633 < d = 1.910 < 4 – dU = 4 – 1.715 = 2.285
4.3.7 Kiểm định giả định vi phạm phân phối chuẩn của phần dư và giả định viphạm quan hệ tuyến tính phạm quan hệ tuyến tính
Bên cạnh kiểm định hiện tượng tự tương quan và Durbinh – Watson, tác giả cũng tiến hành kiểm định giả định vi phạm phân phối chuẩn của phần dư và giả định vi phạm quan hệ tún tính, kết quả kiểm định như sau:
Ở hình 4.6 cho thấy có mợt đường cong phân phối chuẩn được đặt chồng lên biểu đồ tần số. Đường cong này có dạng hình chng, phù hợp với dạng đồ thị của phân phối chuẩn. Giá trị trung bình Mean gần bằng 0, đợ lệch chuẩn là 0,990 (gần bằng 1), như vậy có thể nói, phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn. Ngồi ra, ở hình 4.7 các điểm phân vị trong phân phối của phần dư tập trung thành 1 đường chéo. Như vậy có thể kết luận giả định phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm.
Ở hình 4.8 cũng cho thấy phần dư chuẩn hóa phân bổ tập trung xunh quanh đường hồnh đợ 0, do vậy giả định quan hệ tún tính khơng bị vi phạm.